城鄉融合發展政策對共同富裕的影響

中圖分類號 F127 文獻標志碼A 文章編號 1002-2104（2025）06-0201-12

DOI：10.12062/cpre.20250301

共同富裕是各國現代化進程中面臨的重要政策議題。改革開放以來，中國經濟增長取得了舉世矚目的巨大成就，然而，中國城鄉、區域以及群體間的收人差距仍然較大，其中，城鄉收入差距占整體收入差距的份額在50% 以上[1-2]。自2008—2019年期間，雖然中國城鄉收入差距整體有所縮小，但仍然處于相對較高水平[3]。為此，國家于2019年開展了城鄉融合發展試點工作，圍繞“城鄉發展差距和居民生活水平差距明顯縮小”目標，制定了建立和完善城鄉融合發展體制機制和政策體系的頂層規劃與路徑。國家城鄉融合發展試驗區的設立與運行為本研究考察城鄉融合發展的社會經濟影響提供了準自然實驗環境。在此背景下，深入分析城鄉融合發展試點政策的實施成效，揭示城鄉融合發展對城鄉共同富裕的影響效應及其作用機制，對城鄉融合發展試點政策在全國范圍內的進一步推廣，充分發揮城鄉融合發展對共同富裕的促進效應具有重要的理論與現實意義。

城鄉融合發展作為黨和國家在新時期深化城鄉關系改革的政策選擇，在縮小城鄉差距、實現共同富裕等方面發揮著重要作用。2019年4月，《中共中央國務院關于建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系的意見》明確提出了“到本世紀中葉，城鄉融合發展體制機制成熟定型。城鄉全面融合，鄉村全面振興，全體人民共同富裕基本實現\"的主要目標，并且圍繞城鄉融合發展體制機制建設作出了具體部署。為落實該意見，2019年12月，國家發展改革委等十八部門聯合印發了《國家城鄉融合發展試驗區改革方案》，提出了“以縮小城鄉發展差距和居民生活水平差距為自標，率先建立起城鄉融合發展體制機制和政策體系，為全國提供可復制可推廣的典型經驗”的總體要求，明確了11個方面的試驗任務和4項政策保障，并公布了浙江嘉湖片區、福建福州東部片區等11個國家城鄉融合發展試驗區名單。國家城鄉融合發展試驗區的設立與運行為本研究考察城鄉融合發展的社會經濟影響提供了準自然實驗環境。

2022年，黨的二十大報告進一步把“著力推進城鄉融合和區域協調發展”提升到“加快構建新發展格局、著力推動高質量發展”重要內容的高度。2024年7月，《中共中央關于進一步全面深化改革、推進中國式現代化的決定》對“完善城鄉融合發展體制機制”作出更加具體部署，特別強調“促進城鄉要素平等交換、雙向流動，縮小城鄉差別，促進城鄉共同繁榮發展”，從而構成了本研究探討城鄉融合發展促進共同富裕作用機制的政策背景。

1文獻綜述

共同富裕歷來受到學者們的廣泛關注，相關研究較為豐富。較多文獻探討了共同富裕的理論內涵。代表性觀點認為，共同富裕是富裕的共享，也是共享的富裕，從而意味著共同富裕是發展與共享的有機統一4；中國式現代化進程中的共同富裕，是指全體人民在物質維度上的分配狀況（“共同”）和豐富程度（“富裕”的改善，而非收入不均等的某個維度或成分的局部改善5。也有學者從政治、經濟與社會3個方面對共同富裕的內涵進行系統把握，即國強民共富的社會主義社會契約，人民共創共享發展成果，中等收入階層占主體的社會結構[6。在此基礎上，現有文獻從理論和實證兩個層面探討了共同富裕的評估和測度。在理論層面，李實[4、劉培林等從不同視角提出了共同富裕指標體系，然而這兩篇文獻只提出了理論方案，并未基于現實數據進行測度。在實證層面，大量文獻常?；诠餐蚋辉我痪S度選取共同富裕水平的測度指標，如有的聚焦共同維度，選取城鄉、區域、群體收入差距等指標[7-8]，有的聚焦富裕維度，選取相對收入或絕對收入水平等指標[9-10]；還有部分文獻則致力于構建包含共同與富裕兩個維度的共同富裕指標體系，如不少文獻基于人均可支配收入及其基尼系數或泰爾指數構建共同富裕指數[5.1]，也有文獻基于系列指標構建共同富裕指數，如陳宗勝等[12使用2個一級指標、4個二級指標、15個三級指標構建共同富裕指數。此外，部分文獻從收入分配制度3、產業結構調整8、縣域創業活動機會公平[13]、公共服務均等化[14-15]、社會保障及再分配政策[16-17]數字經濟[5.18]最低工資標準[19]等多個視角，討論了共同富裕的影響機制。

城鄉融合發展作為推進共同富裕的重要途徑，已成為當前學術界研究的熱點。部分學者基于空間、社會、生態、經濟[20]和公共服務均等化[21]等層面界定城鄉融合的概念，并探討了實現城鄉融合的機制與關鍵路徑[22-23]部分學者嘗試性地探討城鄉融合發展與共同富裕的關系。少數學者認為城鄉融合發展與共同富裕在發展目標、實施過程上具有較強的契合性和互促性[24-25]，城鄉融合發展是實現共同富裕的重要驅動力。在實證層面上，郭冬梅等[2基于靜態一般均衡模型的政策模擬，從要素配置視角量化分析了城鄉融合發展對城鄉居民收人與福利的影響，研究結果表明，降低勞動力流動成本、促進公共服務均等化和建立城鄉建設用地流轉制度可以縮小城鄉差距;潘明明等[27]、衛嫚等[28]分別基于省區市數據和長三角縣域數據構建城鄉融合發展指數，實證檢驗了城鄉融合發展對共同富裕的促進效應。

綜上所述，大量文獻圍繞共同富裕開展了系列研究，成果豐碩，且部分學者已經開始關注城鄉融合發展對共同富裕的影響?，F有研究為本研究提供了前期基礎和有益借鑒，但仍存在進一步研究的空間。第一，迄今尚無文獻基于雙重差分方法對城鄉融合發展試點政策的共同富裕效應進行系統評估。相對于已有文獻基于一般均衡模型的政策模擬和基于城鄉融合發展指數構建的回歸分析，雙重差分方法具有控制未觀察到的其他共時性因素、減少選擇偏差和更精確評估因果凈效應的優勢[29]。第二，缺乏基于要素流動視角的影響機制檢驗?，F有文獻主要從人才建設、市場拓展、政府干預的視角展開機制檢驗，城鄉融合發展政策發揮效果的影響過程和傳導機制有待系統深入分析。與已有文獻相比，本研究的邊際貢獻主要體現在： ① 本研究借助2019年國家設立城鄉融合發展試驗區的獨特政策實驗，基于政策效應評估經典的雙重差分方法評估了城鄉融合發展對共同富裕的影響，從而為相關研究提供新的實證思路，為準確判斷城鄉融合發展的政策效應提供重要補充。 ② 本研究基于城鄉要素雙向流動的視角檢驗了城鄉融合發展影響共同富裕的主要機制，據此提出了政策體系優化的主攻方向，為完善城鄉融合發展促進共同富裕的政策選擇提供了決策參考。

2理論分析與研究假設

國家城鄉融合發展試驗區的設立，以促進城鄉公共資源合理配置和生產要素雙向自由流動為關鍵，聚焦于推進城鄉融合發展的11個方面體制機制建設，這些體制機制建設從直接和間接兩個渠道對于縮小城鄉發展差距和居民生活水平差距、促進城鄉共同富裕產生重要影響。從直接渠道的影響來看，主要表現在以下方面。

2.1城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕的影響效應

城鄉融合發展試點政策通過推進城鄉基礎設施一體化、基本公共服務均等化、產業協同發展及推進農民增收等機制建設，從直接渠道促進城鄉共同富裕水平的提升。從基礎設施一體化來看，通過實施城鄉基礎設施統一規劃、建設和管護，并創新多元化的分類投入體系，落實市域（郊）鐵路、鄉村產業路旅游路和冷鏈物流設施等建設，有利于構建城鄉一體化基礎設施網絡。已有研究表明，完整而發達的交通基礎設施能夠保證經濟安全暢通運行，對縮小城鄉收入差距，推動經濟發展有積極作用[30-31]。從基本公共服務均等化來看，通過實行義務教育學校教師“縣管校聘”鄉村醫生“鄉聘村用”建立城鄉教育聯合體和縣域醫共體，能夠有效化解基本公共服務的城鄉分割和資源配置不均等問題。已有研究表明，公共服務均等化是解決收入分配不公、實現社會公平的主要形式[3]，可以通過財富的二次分配調節，縮小城鄉、區域之間的貧富差距3，從而對推動共同富裕具有重要作用。從產業融合發展來看，通過在試驗區內選擇一批產業園區或功能區，率先打造城鄉產業協同發展先行區，有利于搭建城鄉產業協同發展平臺；通過建立科技成果人鄉轉化機制，有助于實現科技成果入鄉，提高農業生產率，縮小城鄉發展差距和城鄉居民收入差距。已有研究表明，一二三產業融合發展能顯著促進農村減貧、推動農民就業和增收，從而實現農民共同富裕[33]。從推進農民增收來看，通過建立生態產品價值實現機制和農民持續增收體制機制，有助于補齊政策短板，為農民財產性收益及勞動性收入的持續增加提供制度保障。已有研究表明，健全農民增收長效機制，多渠道促進農民增收，能夠有效縮小城鄉之間和農村內部群體之間的收入差距，加快農民農村共同富裕進程[34-35]。基于以上分析，本研究提出以下假設。

H1：城鄉融合發展試點政策有助于促進城鄉共同富裕水平的提升。

2.2城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕的作用機制

除了上述直接渠道的影響外，城鄉融合發展試點政策還通過影響城鄉要素流動的中介機制間接影響城鄉共同富裕水平。城鄉融合發展的關鍵在于要素、產品、信息等在城鄉間的充分流動[3，破除要素流動的制度壁壘，促進人口、土地和資本等要素在城鄉之間的自由流動，是推進城鄉共同富裕的重要基礎[37]。對于勞動力要素流動而言，試點政策要求建立城鄉有序流動的人口遷徙制度，全面放開放寬除個別超大城市外的城市落戶限制、允許符合條件的返鄉就業創業者在其原籍或工作地落戶，有利于降低勞動力要素在城鄉間的雙向流動成本，從而促進勞動力要素在城鄉間的流動。而勞動力要素的合理流動會使城鄉勞動力要素的報酬趨于均等化，進而縮小城鄉收入差距[38-39]。對于土地要素流動而言，試點政策要求建立農村集體經營性建設用地入市制度，推進集體經營性建設用地就地人市或異地調整入市，從而促進土地要素在城鄉間的流動。這一制度建設將有力促進農村土地要素市場化，縮小城鄉要素市場的差異，有助于提升級差地租，縮小城鄉收入差距[40]。農村土地流轉間接提升了農業資本有機構成，促進農民經營性收入的增加，進而縮小城鄉收入差距[41]。對于資本要素流動而言，試點政策要求完善農村產權抵押擔保權能，通過推進抵押融資、擔保融資及抵押貸款形式，有利于引導市場資金流向農村地區，此外，試點政策要求設立城鄉融合發展專項資金和地方政府專項債券，有助于彌補農村資金缺乏的短板，打破鄉村封閉獨立的資金循環[42]。資本要素在城鄉間的流動，有助于繁榮農村經濟，推動城鄉之間共同富裕水平的提升。基于以上分析，本研究提出以下假設。

H2：城鄉融合發展試點政策通過促進勞動力、土地及資本要素流動機制推動城鄉共同富裕水平的提升。

3數據、變量與實證策略

3.1 樣本與數據說明

《國家城鄉融合發展試驗區改革方案》確立了浙江嘉湖片區、福建福州東部片區、廣東廣清接合片區、江蘇寧錫常接合片區、山東濟青局部片區、河南許昌、江西鷹潭、四川成都西部片區、重慶西部片區、陜西西咸接合片區、吉林長吉接合片區11個國家城鄉融合發展試驗區，這些試驗區包含83個縣級行政區和3個縣級開發區，本研究將其中的縣級行政區定義為實驗組，將全國除港澳臺、西藏、新疆外其他縣級行政區定義為對照組?；跀祿目傻眯裕谔蕹糠謹祿笔乐氐目h（市、區）外，最終得到由46個試點縣級行政區構成的實驗組，其余1582個縣級行政區構成的對照組，覆蓋中國28個省份。2019年為國家城鄉融合發展試驗區設立的關鍵節點，選取政策實施前5年的數據有助于提供較長時間窗口，更為準確地評估城鄉融合發展試點政策的實施成效。此外，《國家城鄉融合發展試驗區改革方案》批復的試驗區均為縣級行政區域及少數縣級開發區，縣域是城鄉融合發展的重要載體。因此，本研究選取的樣本來自2014一2022年的中國縣域面板數據，各個變量指標與數據均來源于歷年《中國縣域統計年鑒（縣市卷）》及各縣（市、區）統計年鑒、EPS數據平臺中國區域經濟數據庫（分縣）《中國統計年鑒》，并以2014年為基期對各期經濟數據進行平減處理，缺失數據使用線性插值法補齊。

3.2變量選取

3.2.1被解釋變量：共同富裕指數

共同富裕的內涵十分豐富，但是在實證測度時，現有文獻大多聚焦于\"經濟\"層面構建共同富裕指數[5.10]，原因在于，基于“經濟”層面構建共同富裕指數能夠反映共同富裕的本質特征[43]。李實[4認為，推進共同富裕，縮小“三大差距”，最重要的是縮小收入差距。龔斌磊等[44]指出，收人作為衡量經濟發展和居民生活水平的最常用且最具代表性的指標，能夠有效反映地區的經濟狀況和財富分配。萬海遠等45表明，人均收入指標是最具代表性、容易被接受、也最能反映共同富裕水平的結果指標，而且聚焦于經濟層面的分析，能夠直接揭示共同富裕的進展。從近期文獻的實證測度來看，彭剛等[19使用人均可支配收入度量\"富裕\"水平，使用泰爾T指數度量“共同\"水平；萬海遠等45選取人均國民收入度量“總體富裕\"水平，使用人均可支配收入基尼系數來反映“共享富?！?；而萬廣華等5使用人均收入度量“富裕\"水平，使用\"1-基尼系數”度量“共同\"水平。參考萬廣華等5的測度方法，本研究選取人均收入指標，從“共同\"與“富?！眱蓚€維度構建城鄉共同富裕指數。其中，富裕程度采用縣域人均可支配收入與全國人均可支配收入的比值來衡量，該比值越大，表明“富裕\"水平越高；共同程度使用“1-縣域人均可支配收入T指數\"來衡量，該指數越大，表明“共同\"水平越高。其中T指數的計算公式如式（1）：

式（1）中： T 表示泰爾指數； i 表示縣域； χ_t 表示年份 ;j= 1，2，分別表示農村和城鎮； I_jt 代表 Φ_t 年的城鎮居民或農村居民可支配收入； I_it 表示 Φ_t 年縣域人均可支配收入； P_jμ 代表 Φ_t 年城鎮常住人口或農村常住人口； 表示 Φ_t 年縣域總

常住人口。

在綜合考慮“富裕”和“共同”兩個維度的基礎上，參考萬廣華等[5]，本研究構建如下共同富裕指數：

y_it=（I_it/L_nt）×（1-T_it）

式（2）中： L_n 表示 Φ_t 年全國人均可支配收入， n 表示國家，其他變量含義同式（1）。當富裕程度為0或者共同程度為0時， y=0 ：即使縣域人均可支配收入再高，只要分配極度不公，就完全不是共同富裕；同樣地，無論分配多么公平，只要縣域人均可支配收入很低（接近于0），也完全不是共同富裕（表1）。

3.2.2核心解釋變量：城鄉融合發展試點政策

核心解釋變量為城鄉融合發展試點政策，反映縣（市、區）是否被納人《國家城鄉融合發展試驗區改革方案》所確定的國家城鄉融合發展試驗區名單中。變量設置方法為，若某縣（市、區）為城鄉融合發展試點地區，則從2019年當年及之后各年均賦值為1，否則為0（表1）。

3.2.3中介變量

為驗證城鄉融合發展試點政策影響共同富裕的中介機制，本研究將引入土地要素流動、人口要素流動和資本要素流動作為中介變量分別進行機制檢驗。

（1）土地要素流動。城鄉融合發展試驗區推進了土地要素的合理流動，不僅滿足了農村居民對交通、住房等基礎設施建設用地的需求，而且隨著農用地向非農用地的合理轉化，也滿足了多產業融合發展的土地需求。土地要素流動既包括農業用地轉變為非農業用地，又包括非農用地復墾，參考平衛英等46的研究，土地要素流動用建成區面積占比表示（表1）。

（2）人口要素流動。城鄉融合發展試驗區通過放寬城市落戶限制和鼓勵人才的返鄉就業創業，促進了勞動力在城鄉之間的合理流動，通過促進城鄉人口的再平衡而實現共同富裕。人口要素流動既包括農村人口向城市轉移，也包括城市人口下鄉，由于城市人口下鄉的數據難以獲得，同時，人口城鎮化指標可以較好地刻畫城鄉人口再平衡的過程。因此，參考何紅光等[42]、楊一鳴等[47的研究，人口要素流動用人口城鎮化水平表示（表1）。

表1變量定義

（3）資本要素流動。城鄉融合發展試驗區要求完善農村產權抵押擔保權能、設立專項資金和地方政府專項債券，則會促進市場資金從城市流向農村地區，通過加速資本要素流動而影響共同富裕。資本要素流動可以通過城鄉之間存貸款流動、財政轉移支付、產業投資等形式實現，鑒于當前涉及農村地區指標的相關數據嚴重缺失，使得準確測算城鄉之間資本要素流動變得比較困難，本研究借鑒錢力等48的研究，用縣域年末金融機構貸款余額/縣域地區生產總值來表示（表1）。

3.2.4控制變量

為了考察城鄉融合發展試點政策對共同富裕的凈影響，本研究還控制了一系列可能影響城鄉共同富裕的其他經濟社會變量（表1），具體包括： ① 產業發展水平。產業發展水平變遷導致勞動力在城鄉間、地區間和行業間的流動，進而影響勞動者的收人水平[49]。已有研究表明，產業發展水平的提升對降低城鄉收入比有著重要影響[50]。 ② 教育水平。教育水平對減貧增收至關重要[51]，因為教育水平對提升當地人力資本、促進收入增長具有長期影響[52]。 ③ 政府干預水平。政府承擔貧富差距調節的責任[53，政府的宏觀調控直接對城鄉的基礎設施、公共服務以及農民收入等領域產生影響。 ④ 福利設施水平。福利設施水平提升能夠通過財富的二次分配調節，縮小城鄉、區域之間的貧富差距，是實現共同富裕的重要舉措[32]。 ⑤ 居民儲蓄水平。已有研究表明，有計劃的儲蓄行為能降低家庭的貧困程度[54，進而影響共同富裕水平。

3.3模型構建

3.3.1基準回歸模型

本研究實證研究的主要目的是將2019年國家城鄉融合發展試驗區設立作為準自然實驗，評估城鄉融合發展試驗區的共同富裕效應。城鄉融合發展試點政策的試行，不僅使同一試點城鄉共同富裕水平在政策實施前后產生差異，也可能使同一時點上城鄉共同富裕水平在試驗區與非試驗區產生不同的影響。因此，為評估城鄉融合發展試驗區的共同富裕效應，本研究構建城鄉融合發展試點政策影響城鄉共同富裕的基準模型，表達式如下：

y_it=α₀+α₁x_it+β₁h_it+μ_i+λ_t+ε_it

式（3）中 ?：y_it 為被解釋變量共同富裕水平。 x_it 為核心解釋變量，表示是否實施城鄉融合發展試點政策，若實施該試點政策則取1，未實施則取 為待估參數，表示城鄉融合發展試點政策對共同富裕的政策凈效果。 μ_i 為個體固定效應， λ_t 為時間固定效應， ε_it 為隨機擾動項。 h_it 為影響共同富裕水平的一系列縣域層面控制變量。

3.3.2機制檢驗

依據理論機制分析，城鄉融合發展試點政策通過促進要素流動來推動城鄉共同富裕水平的提升。為此，參考江艇[55的中介效應研究思路，構建式（4），與式（3）共同構成中介效應檢驗模型，具體形式為：

m_it=θ₀+θ₁x_it+β₂h_it+μ_i+λ_t+ε_it

式（4）中： m_it 表示城鄉融合發展試點政策影響城鄉共同富裕的機制變量，包括人口要素流動、土地要素流動和資本要素流動，其余變量的含義同式（1）。本研究各變量描述性統計結果可見表2。

4實證結果與分析

4.1 基準回歸結果

本研究通過構建雙重差分（DID）模型，實證檢驗城鄉融合發展試點政策是否能促進城鄉共同富裕?；鶞驶貧w結果見表3。列（1）為未添加任何控制變量的回歸結果，列（2）一列（6）為逐步添加控制變量的回歸結果。結果表明，控制了雙向固定效應后，城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕水平的回歸系數在 1% 水平上顯著為正；逐步加入控制變量后城鄉融合發展試點政策的回歸系數仍為正向顯著，說明城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕的促進作用依然顯著。綜上所述，城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕產生正向促進作用，假設1得以驗證。

表2描述性統計

4.2 平行趨勢檢驗

處理組和對照組滿足平行趨勢檢驗的要求是雙重差分估計結果有效的基本前提。本研究以城鄉融合發展試點政策實施前一年為基準年份，設定城鄉融合試點政策實施前和實施后的時間虛擬變量，以此進行平行趨勢檢驗，檢驗結果如圖1所示。由圖1可知，城鄉融合發展試點政策實施之前回歸系數均不顯著，說明城鄉融合發展試驗區設立之前，試驗區和非試驗區之間不存在顯著差異，即通過平行趨勢檢驗；試點開展當期開始，城鄉融合發展試點政策的回歸系數均顯著且符號為正，表明城鄉融合發展試點政策的實施能顯著促進城鄉共同富裕水平的提升。這一結果強化了本研究基準回歸結果的可信度。

4.3穩健性檢驗

4.3.1安慰劑檢驗

為進一步排除其他不可觀測的競爭性因素對城鄉共同富裕水平的影響，以確保本研究的研究結論由城鄉融合發展試點政策驅動而非不可觀測因素驅動，參考宋弘等[56]研究，進一步使用間接安慰劑檢驗的方式加以驗證。具體地，本研究隨機產生一個城鄉融合試點政策的試驗區名單，從而產生一個有誤的估計系數，并重復該過程500次，從而描繪出估計系數的分布圖，結果如圖2所示。由圖2可知，估計系數集中分布在0值附近，服從正態分布，且實際估計系數明顯屬于異常值，符合安慰劑檢驗的預期。

圖1平行趨勢檢驗

4.3.2 PSM-DID檢驗

為解決可能存在由樣本選擇偏差所導致的內生性問題，本研究利用PSM-DID的方法進行穩健性檢驗。具體做法為：首先選取模型（1）中的控制變量為協變量，使用核匹配的方法進行傾向評分匹配（PSM），其次將匹配后的樣本替換為控制組，最后再利用DID模型重新估計城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕水平的促進作用。表4列（1）結果顯示，城鄉融合發展試點政策系數顯著為正，且通過 1% 的顯著性檢驗，即城鄉融合發展試點政策有助于促進城鄉共同富裕水平的提升。

表3基準回歸結果

注： ^**Plt;0.05，^***Plt;0.01 ；括號內數值為穩健標準誤。

圖2安慰劑檢驗

4.3.3剔除北京、上海和浙江的樣本

考慮到北京、上海和浙江3個省（直轄市）的經濟發展水平較高，其經濟體量、產業結構與發展水平相較于其他地區存在較大差異，在政策和地理位置等方面存在明顯的優越性，可能會對政策評估結果的準確性產生影響。因此，本研究將北京、上海和浙江樣本剔除后重新進行回歸，估計結果見表4列（2）。結果表明，城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕水平的促進效應為 4.33% ，且在 5% 水平上顯著，說明基準回歸結果依然穩健。

4.3.4剔除競爭性政策的影響

考慮到在本研究時期內開展的新型城鎮化建設試點、寬帶中國示范城市試點等政策對城鄉共同富裕水平會產生影響，從而可能對前文結論產生干擾，因此，為避免城鄉共同富裕水平的提高是受其他競爭性政策的影響，本研究將這些政策納入基準回歸模型再次進行回歸。表4列（3）一列（4）分別展示了剔除新型城鎮化建設試點、寬帶中國示范城市試點時城鄉融合發展試點政策對共同富裕的影響。的結果顯示，城鄉融合發展試點政策均在5% 水平上顯著，且系數為正，城鄉融合發展試點政策依然有利于促進城鄉共同富裕水平的提升。

5進一步分析

5.1 異質性分析

在前述分析的基礎上，為了進一步分析城鄉融合發展試點政策對不同地理區域、縣級行政區劃屬性、經濟發展水平的縣域共同富裕水平影響差異，進行異質性分析。

5.1.1基于地理區域異質性分析

考慮到中國不同地理區域之間資源稟賦和經濟發展水平存在巨大差異，中西部地區在財政收入、公共服務水平、基礎設施建設等方面均不及東部地區，因此，城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕水平的影響可能存在地理區域方面的差異。鑒于此，本研究基于地理區域差異將樣本分為東部縣域樣本和中西部縣域樣本進行回歸，表5報告了回歸結果。列（1）-列（2）展示了在東部地區，城鄉融合發展試點政策對共同富裕的影響。列（3）一列（4）展示了在中西部地區城鄉融合發展試點政策對共同富裕的影響。列（1）結果表明，未加入控制變量時，東部縣域樣本的系數為0.0257，列（2）結果表明加入控制變量后，東部縣域樣本的系數為0.0264，但均未通過顯著性檢驗；列（3）結果表明未加入控制變量時，中西部縣域樣本的系數為0.0426，列（4）表明加人控制變量后，中西部縣域樣本的系數為0.0416，且均在 1% 水平上顯著，表明城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕的促進效應在中西部地區更為突出。出現這一差異的可能原因在于，中西部地區縣域農村仍有大量剩余勞動力，城鄉融合發展試點政策有助于促進剩余勞動力由農業向二三產業轉移，進而提升農村居民收入水平，縮小城鄉收入差距，實現共同富裕[57]。而東部地區共同富裕水平始終相對較高，其中，北京、上海、浙江等東部地區的城鄉共同富裕水平始終位于中國前列[58]，因此，在樣本期內，相較于中西部地區，城鄉融合發展試點政策對東部地區城鄉共同富裕水平的邊際促進效應較弱。這一結論與已有研究一致，如鄭麗等[59]發現，東部地區由于其經濟發達且服務體系相對成熟，經濟發展政策在此背景下的邊際效益相對較小，對共同富裕的推動作用相較于中部地區也較為有限。

表4穩健性檢驗結果

注： Plt;0.10 ， Plt;0.05 ， ^**Plt;0.01 ；括號內數值為穩健標準誤。

表5東、中西部地區的異質性分析

注： ^**Plt;0.05 ^***Plt;0.01 ；括號內數值為穩健標準誤。

5.1.2基于縣級行政區劃屬性的異質性分析

同為縣級行政區域，但行政區劃屬性的不同，可能帶來財政支撐能力等方面的差異，導致城鄉融合發展試點政策對不同縣域共同富裕水平的影響效應可能存在差異。因此，本研究將研究樣本按照縣級行政區劃的不同，將其劃分為縣級市和非縣級市，進一步探討城鄉融合發展試點政策對不同縣級行政區劃地區的共同富裕水平的影響，估計結果見表6。列（1）一列（2）展示了在縣級市，城鄉融合發展試點政策對共同富裕的影響。結果表明，在縣級市地區，城鄉融合發展試點政策系數雖為正但未通過顯著性檢驗。列（3）-列（4）展示了在非縣級市地區，城鄉融合發展試點政策對共同富裕的影響。結果表明，在非縣級市地區，城鄉融合發展試點政策系數為正且通過了顯著性檢驗，說明城鄉融合發展試點政策能提升非縣級市地區的共同富裕水平。出現這一差異的可能原因在于，縣級市通常城鎮化水平較高且以非農就業為主，城鄉居民收人水平差距較小，導致其城鄉融合發展試點政策對共同富裕的邊際促進作用較??；而非縣級市的城鄉仍存在較大收入差距，共同富裕水平較低。因此，相比縣級市，非縣級市地區的城鄉融合發展試點政策對共同富裕水平的提升作用更大。

表6縣級行政區劃屬性的異質性分析

注：* Plt;0.05 ，*** Plt;0.01 ；括號內數值為穩健標準誤。

5.1.3基于經濟發展水平差異的異質性分析

考慮到不同經濟發展水平的縣域在完善基礎設施建設、促進公共服務均等化、推進產業融合和推動科技成果轉化等方面的財政支撐能力可能存在差異，因此，城鄉融合發展試點政策實施對不同經濟發展水平縣域共同富裕水平的促進作用同樣可能存在差異。鑒于此，本研究基于經濟發展水平差異將全樣本劃分為經濟發展水平較低縣域和經濟發展水平較高縣域，并進行分組回歸，結果見表7。列（1）一列（2）展示了在經濟發展水平較低地區，城鄉融合發展試點政策對共同富裕的影響。結果表明，無論是否加入控制變量，經濟發展水平較低地區樣本的系數均為0.0501，且均在 1% 水平上顯著。列（3）一列（4）展示了在經濟發展水平較高地區，城鄉融合發展試點政策對共同富裕的影響。結果表明，未加入控制變量時，經濟發展水平較高地區樣本的系數為0.0073，加入控制變量后，經濟發展水平較高地區樣本的系數為0.0027，但均未通過顯著性檢驗，說明城鄉融合發展試點政策對經濟發展水平較低縣域的共同富裕水平的促進效應更強?？赡茉蛟谟?，中國不同地區的發展水平梯度特征明顯[60]，經濟發展水平較低縣域的城鄉交通、通信等基礎設施更落后，落后縣域能夠憑借城鄉融合發展試點政策帶來的財政投入迅速發展，從而縮小城鄉居民生活水平差距，推動共同富裕。而在經濟相對發達的地區，一方面，經濟發達地區城鄉之間的基礎設施、醫療、教育等發展差距較小，居民生活質量逐漸趨同59；另一方面，經濟發達地區市場化程度較高，對政府相關政策的依賴較弱[9，因此，城鄉融合發展試點政策在經濟發展水平較高地區對城鄉共同富裕的推動作用相對較弱。

表7經濟發展水平差異的異質性分析

注： ^**Plt;0.05 ^***Plt;0.01 ;括號內數值為穩健標準誤。

5.2 機制分析

基于前文假設，本研究將繼續驗證城鄉融合發展試點政策影響共同富裕的中介機制。基于中介效應檢驗的思路，對式（4）進行檢驗，以進一步探究城鄉融合發展試點政策促進城鄉共同富裕水平的作用機制，結果見表8。

表8列（1）和列（2）展示了城鄉融合發展試點政策對人口要素流動的檢驗結果。結果顯示，無論是否引人控制變量，城鄉融合發展試點政策的回歸系數均為正，且均在 5% 的水平上顯著。該研究結果表明，城鄉融合發展試點政策通過促進城鄉間的人口要素流動，推動了城鄉共同富裕水平的提升。一方面，試驗區通過建立城鄉有序流動的人口遷徙制度，促進了農村剩余勞動力進一步向城市的轉移，有助于促進農村轉移勞動力的報酬提升；而且伴隨著農村人口的逐漸減少，也為留守農村的農民提供了充裕的生產和資源空間，有助于促進農村就業人員收入提升，從而促進城鄉勞動力收入趨向收斂。另一方面，試驗區通過建立人才加入鄉村制度，促使越來越多原籍普通高校畢業生、外出農民工和經商人員，以及部分城鄉人口回鄉就業創業，為農村發展帶來新的知識、理念、技術和管理模式，為農村經濟振興注入活力[62]，有助于推動農村居民收人水平的提升和城鄉收人差距的縮小。由此可見，城鄉融合發展試驗區政策通過助推人口要素在城鄉間流動的中介傳導途徑來促進城鄉共同富裕水平的提升。

表8列（3）和列（4）展示了城鄉融合發展試點政策對土地要素流動的檢驗結果。研究表明，無論是否引人控制變量，城鄉融合發展試點政策的回歸系數均為正，且均在 1% 的水平上顯著。該回歸結果表明，城鄉融合發展試點政策通過促進城鄉間的土地要素流動，推動了城鄉共同富裕水平的提升。試驗區通過建立農村集體經營性建設用地入市制度，有助于促進土地要素的流動，帶動了建成區面積占比的上升，推動農用地向非農用地的轉化，以滿足非農產業對土地資源的需求。通過城鄉間土地要素的合理配置實現土地集約利用，促進了多產業融合發展，繁榮鄉村經濟，推動城鄉收入差距縮小，從而促進城鄉共同富裕[63]。此外，土地作為城鄉居民生存和生活的基礎，其合理流動有助于科學規劃土地功能，優化農村土地利用結構，從而促進村莊整治和人居環境改善，提高農村居民的生活質量[64]，推動城鄉居民生活質量趨同，從而促進城鄉共同富裕。由此可見，城鄉融合發展試驗區政策通過助推土地要素在城鄉間流動的中介傳導途徑來促進城鄉共同富裕水平的提升。

由表8列（5）和列（6展示了城鄉融合發展試點政策對資本要素流動的檢驗結果。結果表明，無論是否引入控制變量，城鄉融合發展試點政策的回歸系數均為正，且分別在 5% 和 1% 的水平上顯著。該回歸結果表明，城鄉融合發展試點政策通過促進城鄉間的資本要素流動，推動了城鄉共同富裕水平的提升。試驗區通過完善農村產權抵押擔保權能、設立城鄉融合發展專項資金和地方政府專項債券等舉措，有助于促進資本要素的流動，帶動了縣域金融機構貸款余額占比的上升。一方面，資本要素向農村的流動，有助于彌補農村地區發展資金不足的短板，促進農村基礎設施建設、交通網絡發展和公共服務水平的提升，縮小城鄉生活水平差距；另一方面，資本要素向農村的流動，有助于為農村居民提供更多的資金支持，推動農業產業結構優化和新興產業的發展，增強鄉村經濟活力，縮小城鄉收入差距，從而推動城鄉共同富裕水平的提升。由此可見，城鄉融合發展試驗區政策通過助推資本要素在城鄉間流動的中介傳導途徑來促進城鄉共同富裕水平的提升。

表8作用機理檢驗結果

注： ^**Plt;0.05，^**Plt;0.01 ；括號內數值為穩健標準誤。

綜上，假設2得以驗證。

6 結論與政策啟示

基于2014一2022年中國縣域面板數據，本研究實證分析了城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕水平的影響，得到以下結論： ① 基準回歸結果表明，城鄉融合發展試點政策顯著促進了城鄉共同富裕水平的提高，且在通過安慰劑檢驗，傾向評分匹配的雙重差分法，剔除北京、上海和浙江的樣本，剔除競爭性政策等穩健性檢驗后，結論依然成立。 ② 機制檢驗結果表明，城鄉融合發展試點政策通過助推土地要素流動、人口要素流動和資本要素流動，進而對城鄉共同富裕水平產生正向效應。 ③ 區域異質性分析表明，城鄉融合發展試點政策對城鄉共同富裕水平的促進效應存在區域差異，在中西部地區、非縣級市和經濟發展水平較低的縣域，城鄉融合發展試點政策的促進效應更為明顯。

基于研究結論，提出以下政策啟示。

第一，強化試點政策的監測評估和總結推廣。在試點過程中，地方政府應當以城鄉融合發展為抓手，以推進共同富裕為宗旨，加強政策落實的監督和評估機制，及時糾正偏差，確保城鄉融合發展試點政策的有效執行。通過財政轉移支付和專項資金支持等形式加大對試驗區的財政金融支持力度，支持試驗區的基礎設施建設、科技成果轉化、生態環境保護等重點領域投資。通過充分發揮試點的先行優勢和引領作用，將可復制、可推廣的經驗和模式運用到更大的空間尺度，推動全國城鄉融合發展的深化，從而更好地促進城鄉共同富裕水平的提升。

第二，針對不同區域實施動態化和差異化的城鄉融合發展戰略。對于欠發達地區的縣域而言，城鄉融合發展可以側重于完善城鄉交通基礎設施建設及推進城鄉產業融合。例如，通過加強城鄉交通網絡建設，提升道路通達性和農村物流效率；同時，鼓勵農業與旅游、加工業等產業深度融合，培育特色經濟，帶動農村產業發展和農民增收。從而為城鄉要素流通、農村產業發展及農民收入提高創造外部條件，為共同富裕水平的提升奠定堅實基礎。對于發達地區的縣域而言，城鄉融合發展可以將重點放在促進公共服務均等化和推動科技成果轉化兩個方面。例如，通過推動教育、醫療等公共服務資源向農村延伸，提升服務均等化水平；同時，構建科技成果轉化平臺，鼓勵先進技術在農業、鄉村治理等領域推廣應用。從而為城鄉居民生活的等值化、農村經濟社會發展提供物質條件和科技支撐，推動城鄉共同富裕邁向更高水平。

第三，著力打通城鄉生產要素雙向自由流動的制度性通道。對于人口要素，一方面，注重提升農民工市民化服務質量，通過農民工創業培訓、用工對接會等方式，幫助農民工在城市開展自主創業、就業，推動農民工特別是新生代農民工積極融入城市；另一方面，鼓勵城市人才返鄉下鄉，當地政府應設立創業基金、人才專項資金等激勵措施，改善承接城市回流人口與企業的經濟環境，加快農村地區人才回流。對于土地要素，通過規范農村集體經營性建設用地市場化的標準，結合各地方發展實際，進一步提升土地流轉、入市和增減掛鉤等過程中農民土地增值收益的分享比例，不斷增加農村居民財產性收入。對于資本要素，首先，通過對投資農村及欠發達地區的企業提供稅收減免，尤其是對農業、鄉村旅游等特色產業給予優惠，吸引社會資本流人農村；其次，建立農戶信用檔案，推動低利率貸款，降低信貸門檻，滿足農村居民的融資需求；最后，支持建立行業協會、產業合作社及現代農業園區，加強農村居民的社會資本培育，提升資本使用效率，促進農村經濟發展。

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Impact of policies for integrated urban-rural development on common prosperity： a quasi-natural experiment based on the establishment of national pilot zones for integrated urban-rural development

ZHANG Yali1， CHEN Yangyang1， XIANG Benwu ^1，3 （1.CollegeofEconomicsandManagement，ZhejiangAamp;FUniversity，Hangzhou Zhejiang 3113oo，China; 2.Instituteof Ecological Civilization，Zhejiang Aamp;FUniversity，Hangzhou Zhejiang 3113Oo，China; 3.Instituteof Zhejiang RuralRevitalization，ZhejiangAamp;F University，Hangzhou Zhejiang 31130o，China）

AbstractCommoprosperityforallpeopleistessntialrequirementofteCnesepathtodezatio，andpromotingthete grateddevelopmentofurbanandruralareasisthekeypathtoadvancingcommonprosperitybetweentheseareas.Thisstudytookthe establishmentofthenationalpilotzonsforintegratedurban-ruraldevelopmentinO19asaquasi-naturalexperimentBasedonpanel dataofChinesecountiesfrom214to22，testudyuedadference-idiferenesodeltoevaluateteplicyectsofteple mentationofpoliciesforintegratedurban-ruraldevelopmentonthelevelofcommon prosperiybetweenurbanandruralareas.Onthis basis，amediaonefectmodelwasonstructedtoanalyethemechansmsoftheroleofurban-uralfactorflowinpromotingurban-rural common prosperity through pilot policies. The research found that： ① The establishment of the national pilot zones for integrated urban-ruraldevelopmentsignificantlyimprovedthelevelofcommonprosperitybetwenurbanandruralareasinthesezones.hisconclusionstill heldafteraseriesofrobustnesstests，indicating thatthis wasanimportantpath topromotingcommon prosperity. ② Mechanismanalysisrevealedthatthepoliciesenhancedthelevelofcommonprosperitybetwenurbanandruralareas troughthemediating channels of promoting the flow of population，land，and capital factors between urban and rural areas. ③ Heterogeneity analysis showed thatcomparedtoountiesloatedineasteegionounty-lvelcitiesndcoutieswithigherlevelsofonomicdeelot thepolicieshadamoresignificantefectinpromotingcommonprosperitybetweenurbanandruralareasincountieslocatedinthecentralandwesteegioso-outy-lvelcitis，ndoutiesithlowerlevelsofconomicdevelopent.Basedonteabovecoclu sions，policycommendatiosareproposed，incudingstrengtheningtemoitoringandevaluationofpilotpliciesandsuing andpromotingteiroutcomes;implementingdyamicanddiferentiateduban-uralintgrationdevelopmentstrategies;andtablishing institutional channels for two-way free flow of production factors between urban and rural areas.

KeyWordsintegratedurban-ruraldevelopment;commonprosperity;factorflow;diference-in-diffrencesmodel

（責任編輯：蔣金星）